孔群喜，倪曄惠，申晨榮

（1.南京財經(jīng)大學產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究院，江蘇南京 210003；2.南京大學工程管理學院，江蘇南京 210093）

一、引言

改革開放四十多年來，中國經(jīng)濟結構逐步完成了由工業(yè)主導向服務業(yè)主導轉(zhuǎn)變。2019 年，服務業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重達到了53.9%，對國民經(jīng)濟增長的貢獻率達到71.4%，成為拉動國民經(jīng)濟增長的新引擎。在這一背景下，中國服務出口也呈現(xiàn)快速增長態(tài)勢。2001 年中國加入世界貿(mào)易組織時，服務出口總額不到350 億美元，占世界服務出口的比重僅為2%。到2019 年，服務出口總額已達2 420 億美元，占世界服務出口的比重上升到9%。長期以來，中國服務出口的快速發(fā)展得益于制度紅利、人口紅利和全球化紅利。然而，伴隨著我國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”，規(guī)模速度型增長轉(zhuǎn)變?yōu)橘|(zhì)量效率型增長，傳統(tǒng)紅利逐漸消失[1]，以勞動力為基礎的低附加值出口戰(zhàn)略難以實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。與此同時，隨著世界經(jīng)濟全球化程度加深，國際市場風險加劇，尤其金融危機后，國際市場需求持續(xù)下降。世界上許多發(fā)達國家紛紛調(diào)整發(fā)展戰(zhàn)略，對中國采取保護主義政策[2]。國內(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境的持續(xù)惡化，對我國服務貿(mào)易和出口造成了嚴重影響。

在復雜多變的國內(nèi)外環(huán)境下，發(fā)展內(nèi)需經(jīng)濟成為拉動我國經(jīng)濟增長的重要途徑。關注國內(nèi)市場，建立基于內(nèi)需的經(jīng)濟體系對實現(xiàn)我國經(jīng)濟結構轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展意義深遠[3]。那么，發(fā)展內(nèi)需經(jīng)濟是否可以推動我國服務貿(mào)易出口的發(fā)展，是否會為我國創(chuàng)造出新的比較優(yōu)勢？ 現(xiàn)有研究表明“市場需求規(guī)?！睂σ粐隹诰哂兄匾绊慬4-5]。新貿(mào)易理論認為，在一個存在規(guī)模報酬遞增和貿(mào)易成本的現(xiàn)實世界中，一國國內(nèi)需求市場的穩(wěn)定和擴大可以促進本國的出口，形成本地市場效應。中國擁有規(guī)模龐大的內(nèi)需市場，可以有效發(fā)揮“虹吸效應”，使得國外高級生產(chǎn)要素尤其是人才技術等先進要素流入國內(nèi)，從而實現(xiàn)服務貿(mào)易出口結構的優(yōu)化升級[6]。因此，關注國內(nèi)市場規(guī)模，探討需求規(guī)模與服務出口的關系，對我國服務貿(mào)易的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

本文在以下方面進行拓展：第一，研究角度層面，在現(xiàn)有文獻對服務貿(mào)易影響因素的研究基礎上，重點研究了內(nèi)需驅(qū)動因素對服務貿(mào)易出口的影響，并增加了對制度因素的考察；第二，實證分析層面，本文引入門檻模型以得到距離變量的閾值，進而分析在貿(mào)易距離的閾值前后，服務貿(mào)易出口隨著市場需求規(guī)模的變化情況，使研究結論更具準確性與可靠性。

二、文獻綜述

與本文研究主題相關的文獻分三支：第一支在引力模型的基礎上，著重研究影響服務出口的因素；第二支著重研究中國雙邊貿(mào)易的決定因素；第三支從母國市場效應的角度，考察國內(nèi)需求因素對服務貿(mào)易的影響，并比較了需求規(guī)模對服務貿(mào)易和商品貿(mào)易的不同影響。

就第一支文獻而言，許多學者借助引力模型和擴展引力模型對問題進行了分析，但對影響服務出口的因素得出了不同的結論?；谛袠I(yè)分類，Walsh[7]對服務貿(mào)易數(shù)據(jù)進行的實證分析表明，進出口國家間的通用語言和人均GDP 顯著影響服務貿(mào)易的規(guī)模。Kimura 和Lee[8]通過構建引力模型對影響商品和服務貿(mào)易的因素以及每種因素的潛在影響程度進行了實證分析，結果表明，兩國的需求規(guī)模在服務貿(mào)易中的作用要大于商品貿(mào)易。但是，一些學者卻得出相反的結論。例如，Lejour 和Verheijden[9]借助引力模型，分別對加拿大和歐盟之間的服務貿(mào)易和貨物貿(mào)易進行實證研究發(fā)現(xiàn)，商品貿(mào)易中市場需求規(guī)模在出口服務的國家中的作用大于進口服務的國家。同樣，Lennon[10]對28 個經(jīng)合組織國家與其貿(mào)易伙伴國之間的數(shù)據(jù)進行了實證研究，得出了同樣的結論。蘇二豆和薛軍[11]認為，相對人均收入水平、服務業(yè)發(fā)展水平、服務貿(mào)易開放度以及人力資本都對服務出口有明顯的促進作用。

近年來，有關中國雙邊貿(mào)易決定因素的第二支文獻受到了國內(nèi)學者的重視。林玲和王炎[12]的研究結果表明，影響中國雙邊貿(mào)易流動的重要因素是空間距離、GDP 和國土面積。張昱和唐志芳[13]總結了影響我國雙邊貿(mào)易的重要因素，主要包括本國需求規(guī)模、貿(mào)易伙伴國人口、需求規(guī)模、空間距離和貿(mào)易政策等。單文婷和楊捷[14]基于引力模型，對中國與東盟的雙邊貿(mào)易進行實證分析，結果表明，各國的GDP、人均GDP 和空間距離是影響雙邊貿(mào)易的主要因素。Cheng 等[15]采取貿(mào)易引力模型發(fā)現(xiàn)，自由貿(mào)易區(qū)合作對中國與東盟的經(jīng)貿(mào)發(fā)展發(fā)揮了重要作用，雙邊貿(mào)易規(guī)模不斷擴大。目前國內(nèi)學者利用引力模型研究服務貿(mào)易的文獻相對較少，以王曄倩和林理升[16]為代表，他們利用引力模型對長三角和珠三角服務貿(mào)易進行了實證研究。

第三支文獻研究進展較快，內(nèi)容也更加豐富。Krugman[4]認為，世界產(chǎn)品的生產(chǎn)符合規(guī)模報酬遞增規(guī)律，并且產(chǎn)品交易存在著貿(mào)易成本，一個國家需求規(guī)模的擴大可以促進出口的增加，從而使該國成為該商品的凈出口國。我國也有學者對本土市場效應進行了研究，例如，邱斌和尹威[17]實證分析了中國制造業(yè)的28 個子行業(yè)的出口，結果表明，國內(nèi)需求規(guī)模的擴大對中國制造業(yè)的出口具有積極促進作用，這也意味著中國制造業(yè)出口存在本土市場效應[18]。張鵬輝和李若蘭[19]使用中國與25 個OECD 國家之間的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)來檢驗中國制造業(yè)是否存在本地市場效應。檢驗結果表明，中國制造業(yè)出口存在明顯本土市場效應，但是需求規(guī)模對出口產(chǎn)品的影響程度因行業(yè)特征而異。在服務貿(mào)易方面，闞大學和呂連菊[20]利用1992—2011 年中國與31個國家的雙邊服務貿(mào)易數(shù)據(jù)，實證分析中國服務貿(mào)易中是否也存在本土市場效應，結果表明，需求規(guī)模和相對需求結構對中國服務出口具有促進作用。然而，一些學者的研究卻得出了相反的結論。涂遠芬[21]對2000—2011 年中國與主要貿(mào)易伙伴國服務貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)中國服務貿(mào)易總體上不存在顯著的本土市場效應，但國內(nèi)需求規(guī)模仍是影響中國服務貿(mào)易出口的關鍵因素。

總的來說，現(xiàn)有的文獻雖然在積極嘗試，但仍有不足之處：一方面，一國的需求規(guī)模是其對外貿(mào)易的重要驅(qū)動力，但關于服務貿(mào)易的研究相對較少。另一方面，目前的文獻很少考慮貿(mào)易伙伴之間的動態(tài)相關性。

綜上所述，對擴大內(nèi)需與服務貿(mào)易出口的關系進行批判性研究，需要克服以下兩個障礙：一是需要強調(diào)內(nèi)需驅(qū)動因素的作用；二是試圖從實證上度量貿(mào)易伙伴之間的動態(tài)相關性。首先，從研究的角度出發(fā)，在現(xiàn)有關于服務貿(mào)易研究文獻的基礎上，本文梳理了影響服務貿(mào)易出口的相關因素，并著重研究內(nèi)需驅(qū)動因素對服務貿(mào)易出口的影響；其次，從經(jīng)驗方法出發(fā)，根據(jù)服務貿(mào)易出口的區(qū)域特征，本文在面板回歸后，選取貿(mào)易伙伴國之間的距離系數(shù)作為臨界變量，進一步分析兩者之間的動態(tài)相關性。

三、理論假說與模型設定

（一）理論假說

經(jīng)過對國內(nèi)外相關文獻的總結和梳理，可以發(fā)現(xiàn)，影響服務業(yè)出口競爭力的因素主要分為需求、供給和技術創(chuàng)新三大方面。盧云卿等[22]將這三個方面置于同一體系中，通過構建三維影響因素模型，系統(tǒng)分析了長三角地區(qū)服務業(yè)增長機制。其中，從需求側(cè)描述了影響服務貿(mào)易發(fā)展的因素，包括影響服務總需求的因素；從供給側(cè)描述了影響服務貿(mào)易發(fā)展的因素，包括影響服務增長的因素，如服務相關設備狀況、教育投資水平等；從制度創(chuàng)新和科技創(chuàng)新層面描述了影響服務發(fā)展的因素，包括行政監(jiān)管變化、民營化水平和科技水平等。

關于服務貿(mào)易出口的發(fā)展，需求、供給和創(chuàng)新這三個方面的影響最為直接。根據(jù)索洛模型的結論，在穩(wěn)定狀態(tài)下，科學技術是推動人均生活水平提高的源泉。因此，科技水平的進步可以通過推動需求水平的提高和要素生產(chǎn)能力的提高來間接促進服務業(yè)的發(fā)展。而供給要素則會在要素市場上產(chǎn)生大量的服務產(chǎn)品供給，產(chǎn)品數(shù)量和種類的變化會推動服務業(yè)的發(fā)展。綜上所述，服務需求是推動服務業(yè)發(fā)展的根本動力，其發(fā)展程度尤為重要。只要服務的有效需求能夠增加，需求維度的變化就會對服務出口的增長產(chǎn)生拉動作用。

由于消費者對服務產(chǎn)品需求的價格彈性高于農(nóng)產(chǎn)品等商品的價格彈性，所以隨著收入的提高，消費者會對服務產(chǎn)品的需求量有較大的增加，形成規(guī)模經(jīng)濟，帶動相關服務業(yè)的發(fā)展，從而提高服務業(yè)在全球范圍內(nèi)的競爭力。國內(nèi)學者在研究影響服務貿(mào)易的因素時也往往認為需求能夠帶動服務貿(mào)易的發(fā)展，如樊文靜[23]從生產(chǎn)性服務需求的角度對服務貿(mào)易的發(fā)展進行了研究，研究表明，工業(yè)增加值、最終消費率等因素會帶動現(xiàn)代生產(chǎn)性服務貿(mào)易的發(fā)展[24-25]。因此，本文假設需求因素的變化與服務貿(mào)易出口的變化呈正相關關系，即在其他影響因素不變的情況下，服務出口的競爭力隨著一國國內(nèi)需求的增加而增加。

（二）模型設定

引力模型對服務貿(mào)易的描述優(yōu)于貨物貿(mào)易，本文將基于Bergstrand[26]的研究方法，從國家的需求規(guī)模、距離、制度和一些特征性因素如共同邊界、共同語言、同一一體化組織成員等方面來考察雙邊貿(mào)易的影響因素[27]。基于此，構建引力模型的基本方程（1）：

其中，Mij表示雙邊貿(mào)易量，Yi表示本國的市場需求規(guī)模，Yj表示貿(mào)易國的市場需求規(guī)模，Yw表示整個世界的市場需求規(guī)模，disij表示兩國之間的距離，Uij表示影響兩國雙邊貿(mào)易量的其他因素。

對標準的引力模型進行拓展的過程中，一般可以通過增設解釋變量的形式來實現(xiàn)?？紤]到領土不毗連且沒有共同官方語言的貿(mào)易國之間的服務貿(mào)易成本可能很高，而且區(qū)域經(jīng)濟一體化對服務貿(mào)易的發(fā)展越來越重要。因此本文引入邊界、語言以及一體化組織成員的虛擬變量。在此基礎上，本文將方程（1）進行對數(shù)變換，得到方程（2）：

其中，Xijt代表t時服務貿(mào)易出口的價值。comborij用于表示兩個貿(mào)易國是否有共同的邊界。comlangij用于表示兩個貿(mào)易國是否有相同的官方語言。本文用OECD、APEC、NAFTA表示兩國是否同屬于經(jīng)濟合作與發(fā)展組織、亞太經(jīng)濟合作組織和北美自由貿(mào)易區(qū)。

服務貿(mào)易的發(fā)展需要完善的制度保障，Nunn[28]研究發(fā)現(xiàn)，司法制度完善的國家可以保證企業(yè)更好地履行合同，從而增加貿(mào)易量，除此之外，制度對服務貿(mào)易的本地市場效應將產(chǎn)生復雜的調(diào)節(jié)作用。因此，本文在方程（2）的基礎上加入制度因素及其與市場需求的交互項，得到方程（3）：

為了進一步探討市場需求規(guī)模對雙邊服務貿(mào)易出口的非線性閾值特征，本文將采用Hansen[29]提出的閾值回歸模型理論進行研究，見方程（4）：

其中，i為區(qū)域，t為年份，qit為閾值變量，γ為未知閾值，當qit≤γ時，xit的系數(shù)為β'1；當qit ＞γ時，xit的系數(shù)為β'2。eit～iid（0，δ2） 為隨機擾動項，I（·） 為指標函數(shù)。根據(jù)Hansen[29]的面板數(shù)據(jù)臨界值回歸理論，如果給定了回歸模型中的臨界值γ，則可以估計模型的參數(shù)，得到模型中的系數(shù)估計值，從而得到模型的殘差平方S1（γ），并且回歸中給定的γ越接近真實的臨界值水平，則回歸模型的殘差平方b應該越小。因此，可以通過依次給出模型的候選臨界值γ來觀察模型殘差的變化，其中與模型殘差最小處相對應的候選臨界值γ就是我們所等待的真實臨界值，即

在實證分析的過程中，本文首先根據(jù)閾值變量lndisij的大小對樣本進行升序排序，使得到的閾值有意義，排序時忽略了qit最大的1%的樣本和最小的1%的樣本，只用中間98%的樣本作為閾值的候選范圍。為了提高閾值估計的準確性，我們采用Hansen 在閾值回歸中使用的“網(wǎng)絡探索”方法，依次給出閾值回歸中的候選閾值。首先，以0.002 5 為網(wǎng)格化水平，對候選閾值的范圍進行網(wǎng)格化；其次，將網(wǎng)格化后得到的所有網(wǎng)格化點作為候選閾值，然后分別對各模型進行回歸，得到相應模型的平方殘差S1（γ），選取各模型的平方殘差最小的候選閾值作為回歸估計的真實閾值。

在估計出閾值回歸的參數(shù)后，我們對閾值效應進行相關性檢驗。主要有兩個檢驗：一是閾值效應的顯著性檢驗，二是閾值估計的真實性檢驗。首先，我們對該模型進行閾值效應的顯著性檢驗，即檢驗回歸結果中β1與β2之間是否存在顯著性差異。我們將約束條件β1=β2施加到與既定閾值對應的回歸模型中，并對其進行Wald 檢驗。如果Wald 統(tǒng)計量的置信概率小于0.05，則拒絕原假設，在β1與β2顯著性差異較大的情況下，認為閾值效應顯著；如果Wald 統(tǒng)計量的置信概率大于0.05，則接受原假設，在β1與β2不顯著的情況下，認為閾值效應不顯著。然后，我們對臨界值估計的真實性進行檢驗，即所得到的臨界值是否等于其真實值，原假設為H0：γ=γ0。Hansen 建議用最大似然估計值來檢驗臨界值，并得到相應的似然比統(tǒng)計量：

根據(jù)上述分析過程，本文研究的臨界變量為lndisij，臨界回歸模型設置為：

（三）數(shù)據(jù)與變量

由于OECD 數(shù)據(jù)庫中只有23 個OECD 國家與中國的雙邊服務貿(mào)易數(shù)據(jù)，因此本文采用2000—2018 年中國與23 個OECD 國家以及23 個OECD 國家之間的雙邊服務貿(mào)易樣本數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)主要來源于OECD 統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫等。此外，距離變量的數(shù)據(jù)主要來自于www.timeanddate.com 網(wǎng)站。制度變量的數(shù)據(jù)來自于加拿大弗雷澤研究所全球經(jīng)濟自由化指數(shù)數(shù)據(jù)庫。

被解釋變量為雙邊服務出口，Xij表示i國對j國的服務出口，數(shù)據(jù)來自OECD 統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。本文在引入公有制模型時，對Xij進行對數(shù)處理。

主要解釋變量包括：市場需求規(guī)模（Y），本文用一國的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）來衡量該國的市場需求規(guī)模，包括該國及其貿(mào)易伙伴的GDP和全球的GDP，分別表示為Yi、Yj、Yw。出口方經(jīng)濟規(guī)模越大，潛在出口能力越大，雙邊貿(mào)易流量越大；進口方經(jīng)濟規(guī)模越大，潛在進口能力越大，雙邊貿(mào)易流量越大。距離變量（disij），由于運輸成本是制約國際貿(mào)易的一個重要因素，一般來說，兩個國家之間的距離越遠，貿(mào)易的運輸成本越高，那么雙邊貿(mào)易量就會越小。本文用兩個國家首都之間的距離來衡量距離變量。為了減少異質(zhì)性的影響，將上述變量帶入計量模型時，對其進行對數(shù)處理。制度變量（spri），本文采用法律制度和產(chǎn)權的數(shù)據(jù)來衡量制度因素。該數(shù)據(jù)用于描述一個國家司法體系的完整性，包括司法機關的獨立性、法院的公正性、財產(chǎn)權保護程度、軍事對法治和政治的干預程度、司法體系的獨立性、合同的合法性、對不動產(chǎn)轉(zhuǎn)移的監(jiān)管限制、警察的可靠性和犯罪的經(jīng)濟成本等方面的評價，最大值為10。進口國自身的體制機制設計越合理，越有利于營造健康的進口環(huán)境，減少人為的尋租壁壘，弱化非關稅壁壘，增加進口。

其他控制變量包括共同邊界性（comborij）、共同語言（comlangij）和共同貿(mào)易區(qū)（OECD、APEC、NAFTA）。具體來說，共同邊界性用于表示兩個貿(mào)易伙伴國是否有共同邊界，共同邊界可以降低服務貿(mào)易成本，增加雙邊服務貿(mào)易額，是服務貿(mào)易的助推器；共同語言用于表示從事雙邊服務貿(mào)易的兩個國家是否使用相同的官方語言，共同語言反映了雙方文化基礎的差異，擁有共同語言可以使雙方的文化認同感更強，降低貿(mào)易成本，增加雙邊貿(mào)易量；共同貿(mào)易區(qū)考察加入同一經(jīng)濟一體化組織是否能促進雙邊服務貿(mào)易的發(fā)展，共同貿(mào)易區(qū)的建立為貿(mào)易雙方提供了一系列優(yōu)惠條件，從而增加了協(xié)議國之間的貿(mào)易流量。

四、實證結果分析

（一）廣義最小二乘回歸結果分析

本文使用軟件STATA 14.0 進行逐步回歸，表1 中第（1）～（5）列均采用廣義最小二乘法進行模型估計，并在此基礎上逐步加入解釋變量進行回歸。利用廣義最小二乘法對各方程進行可行性估計，可以看出，第（1）～（5）列中的R2隨著變量數(shù)量的連續(xù)加入而逐漸變大，說明加入變量數(shù)量越多，回歸方程擬合效果越好。相對于OLS 而言，三階段最小二乘法能夠提高估計效率，因此，本文將采用三階段最小二乘法對回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗，結果見第（6）列。六列結果均通過Wald 檢驗，表明方程回歸的效果總體上是良好的。通過比較第（5）列和第（6）列的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)兩列回歸結果基本相同，說明第（5）列的回歸結果是穩(wěn)健的。因此，后文的實證分析將以第（5）列的回歸結果為基礎。

表1 簡單面板實證回歸結果

根據(jù)表1 的實證結果，我們可以得出以下結論：

（1）市場需求規(guī)模的擴大，是推動一國服務貿(mào)易出口發(fā)展的動力所在。具體來說，一國的市場需求規(guī)模每增加1%，其服務貿(mào)易出口額就會大幅增加0.788%，這一研究結果表明，通過產(chǎn)業(yè)集聚的方式，內(nèi)需驅(qū)動戰(zhàn)略可以拉動服務貿(mào)易出口。此外，貿(mào)易伙伴國市場需求規(guī)模越大，越能夠促進本國服務貿(mào)易發(fā)展。貿(mào)易伙伴國的市場規(guī)模每增加1%，其服務出口價值就會增加0.958%。雖然實證結果表明，全球市場需求規(guī)模每增加1%，國內(nèi)服務貿(mào)易出口值就會減少0.058%，但參數(shù)估計并不顯著，因此我們不能認為全球市場需求規(guī)模的增加會抑制國內(nèi)服務貿(mào)易出口。

（2）貿(mào)易伙伴國之間的距離與一國服務出口額呈負相關。貿(mào)易伙伴之間的距離每增加1%，其服務出口價值就會下降0.842%。相對于非鄰國關系，基于共同邊界的兩個國家能夠促進服務出口增加0.095%。因此，在空間上相近且邊界相鄰的國家之間，即具有區(qū)域化特征的國家之間的服務貿(mào)易更有可能發(fā)生。使用相同官方語言的國家，服務出口量可以提高0.690%。

（3）完善的司法體系能夠為一國服務貿(mào)易出口創(chuàng)造良好的發(fā)展環(huán)境。具體而言，制度指數(shù)每提高1%，一國服務貿(mào)易出口額增加0.130%。這表明，良好的司法體系可以通過保障合同的有效執(zhí)行來幫助促進服務出口。正如Nunn[28]所總結的那樣，對于服務貿(mào)易的發(fā)展來說，合同的有效執(zhí)行是一個國家比較優(yōu)勢的重要來源之一，同時也是有形資本、人力資本的重要來源。

（4）對于不同國家而言，加入經(jīng)濟一體化組織對其產(chǎn)生影響的程度和方向是不同的。實證結果表明，貿(mào)易伙伴國家同時加入歐盟或亞太經(jīng)合組織，其雙邊服務出口將分別增加0.761%和0.488%，而NAFTA 的系數(shù)為顯著負值，即同為NAFTA 成員的兩個國家的服務出口將減少2.594%。大量學者對此問題進行了深入研究，一致認為，不同國家間的雙邊貿(mào)易存在著邊界效應，但影響程度不同。本文也得出了相似的結論，在美國和加拿大的雙邊服務貿(mào)易中，存在著邊界效應。

（二）加入司法水平的調(diào)節(jié)效應分析

考慮到出口國的法治水平會影響到該國的貿(mào)易出口量，本節(jié)利用市場需求規(guī)模和法治水平的乘數(shù)項來考察法治水平在回歸分析中的影響。具體結果見表2，其中第（1）～（5）列均采用廣義最小二乘法估計，并在此基礎上逐步加入解釋變量進行回歸，而第（6）列采用三階最小二乘法估計，作為第（1）～（5）列對應模型的穩(wěn)健性檢驗，六列均通過Wald 檢驗，說明方程的總體回歸效果良好。

結果表明，市場需求的擴大能夠顯著促進貿(mào)易出口，進一步考慮國內(nèi)法治水平的影響，發(fā)現(xiàn)無論納入控制變量的大小，在1%的顯著性水平下，法治水平與市場需求規(guī)模之間的交互系數(shù)始終為正，表明一國的司法完善程度對內(nèi)需擴大與貿(mào)易出口的關系具有正向的緩和作用。司法制度的完善，保證了國內(nèi)市場實現(xiàn)良好運行，減少了不良企業(yè)對市場的惡意操縱，使國內(nèi)市場的良性競爭，使生產(chǎn)鏈上的企業(yè)能夠抓住機遇，擴大生產(chǎn)規(guī)模，提高生產(chǎn)質(zhì)量，進而拉動內(nèi)需，最終有助于服務出口。另外，第（6）列和第（7）列的回歸結果基本一致，這說明第（6）列是穩(wěn)健的，在其他變量方面，貿(mào)易國之間的距離增加會抑制一國服務貿(mào)易出口，而經(jīng)濟一體化組織的成員資格會對一國服務貿(mào)易出口產(chǎn)生一定的激勵作用。

表2 法制水平的調(diào)節(jié)效應實證結果

（三）內(nèi)需驅(qū)動服務貿(mào)易出口的門檻特征

上述實證結果表明，內(nèi)需的擴大對服務貿(mào)易出口的發(fā)展具有顯著正向促進作用，同時，服務貿(mào)易的發(fā)展具有很強的區(qū)域性。在此基礎上，我們假設，內(nèi)需規(guī)模對服務貿(mào)易出口的貢獻度可能會隨著貿(mào)易伙伴國之間的距離系數(shù)而變化。下面將對相關數(shù)據(jù)進行面板閾值回歸，通過選擇距離系數(shù)作為閾值變量，檢驗國內(nèi)需求驅(qū)動因素對服務貿(mào)易出口的影響是否存在閾值效應。

為了確定閾值模型的類型，首先確定閾值的數(shù)量，即分別對單閾值、雙閾值和三閾值的假設進行檢驗。表3 給出了三種假設下的F值、Bootstrap 樣本模擬得到的P值和不同水平下的臨界值。可以得出結論，單閾值效應模型在5%的水平上顯著，雙閾值效應模型在1%的水平上顯著，三閾值效應模型不顯著，因此接下來分別采用單閾值模型和雙閾值模型進行回歸分析。

表3 門檻效應Bootstrap 檢驗

1.單一門檻效應下回歸結果分析

通過閾值效應檢驗，本文首先考察了單閾值效應模型的具體臨界值及其置信區(qū)間。從表3 可以看出，在1%的顯著性水平下，單閾值為1%。在1%的顯著性水平下，似然率LR 的臨界值為1.773。表4 給出了單閾值模型估計的臨界值和置信區(qū)間，當閾值為9.179 時，似然比為0；當估計值在[8.747，9.677]的區(qū)間內(nèi)時，似然比小于5%的顯著性水平的閾值，因此估計的閾值為2.057 是真實可靠的。

表4 單一門檻模型回歸結果

具體的臨界值經(jīng)實證推導后，可以將臨界值代回原公式，并對單閾值模型的相關參數(shù)進行估計。從表4的實證結果可以看出，臨界值為9.179，雖然臨界值前后的系數(shù)均為正，但當貿(mào)易伙伴國之間的距離小于9.179時，內(nèi)需規(guī)模對服務貿(mào)易出口的影響較大，系數(shù)為0.716，而當貿(mào)易伙伴國之間的距離大于9.179 時，內(nèi)需規(guī)模對服務貿(mào)易出口的影響較小，影響系數(shù)僅為0.405。這表明，隨著兩國距離的不斷拉大，內(nèi)需規(guī)模對服務貿(mào)易出口的影響較弱，因此應關注與周邊國家服務貿(mào)易的發(fā)展。雖然單閾值模型很好地表征了國內(nèi)市場需求隨著貿(mào)易伙伴國之間的距離變化對服務貿(mào)易出口的動態(tài)影響，但根據(jù)表3 的結果，雙閾值模型的擬合度較好，為了更深入地分析這個問題，接下來將進一步測算雙閾值模型下貿(mào)易伙伴國之間距離的閾值效應。

2.雙門檻效應下回歸結果分析

本文通過雙閾值效應檢驗，得出模型的具體臨界值及其置信區(qū)間。從表3 可以看出，在1%的顯著性水平下，似然率LR 的臨界值為-4.3e+03。表5 進一步給出了雙閾值模型估計的臨界值和置信區(qū)間，當?shù)谝婚撝禐?.596 時，似然率為0，估計的置信區(qū)間只有在6.596 這個點上，似然率小于5%顯著性水平下的閾值，所以第一閾值為6.596 是真實可信的；當?shù)诙€臨界值為7.638 時，估計的置信區(qū)間也只有在7.638 這一點上，似然率在5%的顯著性水平上小于臨界值，因此，臨界值為5%是有效的、可信的。

在實證得出具體的閾值后，本文進一步將閾值回歸到原方程中，估計雙閾值模型的參數(shù)，雙閾值模型的回歸結果如表5 所示。

表5 雙門檻模型回歸結果

從表5 的實證結果可以看出，國內(nèi)市場需求的系數(shù)在雙閾值劃分的三段中均為正值，在1%的水平上顯著，但隨著兩國距離的不斷拉大，其系數(shù)呈下降趨勢。其中，當貿(mào)易伙伴國之間的距離lndisij低于第一臨界值6.596 時，國內(nèi)市場需求對服務貿(mào)易出口的影響較大，彈性系數(shù)為0.999；當貿(mào)易伙伴國之間的距離在兩個臨界值之間時，即6.596≤lndisij＜7.638 時，國內(nèi)市場需求對服務貿(mào)易出口的影響相對較小，彈性系數(shù)為0.916；當貿(mào)易伙伴國之間的距離達到第二個臨界值，即lndisij≥7.638 時，國內(nèi)市場需求對服務貿(mào)易出口的影響最小，彈性系數(shù)為0.808。從上述實證結果中，我們進一步證實，服務貿(mào)易出口確實存在顯著的區(qū)域特征。

表6 展示了基于表4 和表5 的實證結果，貿(mào)易雙方的距離差對貿(mào)易出口的市場內(nèi)需的區(qū)間效應顯著。然后本文根據(jù)距離閾值將樣本分為三個層次，即第一、二、三閾值區(qū)間，再次進行回歸分析，其中第（1）、（3）、（5）列為不加入控制變量的估計值，在此基礎上進一步控制法治水平得到第（2）、（4）、（6）列。

結果顯示，核心解釋變量的系數(shù)值在三個子面板中均顯示出顯著的促進作用。由此可見，擴大國內(nèi)市場需求對貿(mào)易出口的影響確實存在著雙重門檻，這也印證了上述門檻回歸分析的結論，并且隨著系數(shù)值的逐漸下降，在第一、二、三區(qū)間的子面板中，系數(shù)也出現(xiàn)了類似的現(xiàn)象，說明貿(mào)易距離也是影響全球貿(mào)易量的重要因素。因此，在擴大內(nèi)需戰(zhàn)略的背景下，國內(nèi)驅(qū)動的貿(mào)易出口不能忽視貿(mào)易距離因素。

表6 基于不同距離分樣本考察

五、結論與建議

（一）研究結論

黨的十九大報告明確提出建設貿(mào)易強國的戰(zhàn)略目標，而服務貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展是實現(xiàn)貿(mào)易強國目標的主要驅(qū)動力，應充分認識“服務因素”在建設貿(mào)易強國中核心地位與關鍵作用，縮短與世界貿(mào)易強國的差距。平衡好內(nèi)需與服務進口兩者之間的關系，既有利于推進服務貿(mào)易發(fā)展，也順應了中國保持經(jīng)濟中高速增長的時代背景。擴大內(nèi)需是否有利于推動服務貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展？ 本文從國內(nèi)市場需求的角度出發(fā)，利用2000—2018年中國與23 個OECD 國家的雙邊服務貿(mào)易數(shù)據(jù)，在引力模型基礎上，構建內(nèi)需和服務貿(mào)易進出口規(guī)模的面板回歸模型和門檻回歸模型，并通過廣義最小二乘法，對內(nèi)需和服務貿(mào)易發(fā)展之間的影響效應進行實證分析。主要得到以下結論：

第一，通過普通面板模型的預評估，發(fā)現(xiàn)服務貿(mào)易出口規(guī)模高度依賴于供求雙方的經(jīng)濟規(guī)模，因此市場需求規(guī)模的擴大可以推動雙邊服務業(yè)進出口額的增加；此外，地理距離仍構成中國對外貿(mào)易中的阻礙因素，而共同邊界、共同語言、同一一體化組織成員等因素能夠促進服務貿(mào)易出口。

第二，制度因素對服務貿(mào)易的本地市場效應有著正向調(diào)節(jié)作用，并且通過三階段最小二乘法以及一系列穩(wěn)健性檢驗，發(fā)現(xiàn)市場需求規(guī)模與法治水平之間的交互系數(shù)始終為正，并通過1%的顯著性檢驗，說明了該模型穩(wěn)健性較好。

第三，雙門檻回歸結果表明，服務貿(mào)易的發(fā)展具有很強的區(qū)域性，在雙閾值劃分的三段中，國內(nèi)市場需求的系數(shù)均為正值，不同的距離門檻區(qū)間內(nèi)，內(nèi)需驅(qū)動的回歸系數(shù)不同，隨著兩國距離的增加，內(nèi)需驅(qū)動對服務貿(mào)易出口影響越來越小。

（二）政策建議

第一，充分利用我國國內(nèi)市場和潛在內(nèi)需優(yōu)勢，促進服務出口的發(fā)展，與此同時重視跨區(qū)域的空間關聯(lián)以及語言學習和國際推廣等因素的影響。為適應中國經(jīng)濟發(fā)展的新常態(tài)，政府應以內(nèi)需驅(qū)動戰(zhàn)略為政策導向，通過產(chǎn)業(yè)集聚來拉動服務貿(mào)易出口。為引導企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，政府應堅持擴大內(nèi)需戰(zhàn)略，改善中國服務貿(mào)易的發(fā)展模式，促進中國服務貿(mào)易的蓬勃發(fā)展，推動經(jīng)濟的可持續(xù)、高質(zhì)量發(fā)展。

第二，改善制度環(huán)境，為服務貿(mào)易創(chuàng)造良好發(fā)展環(huán)境。為了降低交易的不確定性和交易成本，應采取措施改善制度環(huán)境，減少不良企業(yè)對市場的惡意操縱，促進國內(nèi)市場的良性競爭，使生產(chǎn)鏈上的企業(yè)能夠抓住機遇，擴大生產(chǎn)規(guī)模，提高生產(chǎn)質(zhì)量，進而拉動內(nèi)需，最終促進我國服務貿(mào)易的蓬勃發(fā)展。

第三，選擇合適對外貿(mào)易對象，改善我國服務貿(mào)易出口的現(xiàn)狀。我國應充分利用地緣經(jīng)濟的地理臨近性、制度易通性以及文化相似性優(yōu)勢，并結合相應的優(yōu)勢利用途徑，開拓服務貿(mào)易的目標市場。應注意雙邊貿(mào)易國家間地理距離的差異性，選擇相鄰國家作為貿(mào)易伙伴，縮短國家之間的交通運輸距離。這一研究結果，有利于節(jié)約雙邊貿(mào)易成本，優(yōu)化資源配置，發(fā)揮服務進口國家或地區(qū)之間的空間溢出效應，繼續(xù)發(fā)揮鄰國效應中的互補作用并避免其向擠出競爭方向轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)各國間的利益共享，促進中國服務貿(mào)易健康發(fā)展。

第四，重視跨區(qū)域的空間關聯(lián)，逐步實現(xiàn)貿(mào)易開放的利益共享。對于我國而言，應把握好與周邊國家發(fā)展服務貿(mào)易的機會。作為我國加入的第一個區(qū)域經(jīng)濟合作組織，APEC 給我國帶來了多方面的經(jīng)濟和政治收益，展望未來，我國應對APEC 的角色和功能進行新的定位，使其在構建人類命運共同體和開放型世界經(jīng)濟、推進“一帶一路”倡議等方面發(fā)揮重要作用。

今后的研究可以在以下幾個方面進行深化，第一，在區(qū)域經(jīng)濟體的基礎上，結合“一帶一路”倡議，考察增強中國外向型經(jīng)濟競爭力的途徑。第二，從增加值角度出發(fā)，比較東亞區(qū)域服務貿(mào)易分工地位，為更高水平的區(qū)域經(jīng)濟合作和全球治理提供驅(qū)動力。第三，拓展分析視角，從貿(mào)易逆差角度，考察內(nèi)需對服務貿(mào)易逆差的影響效應，為政府調(diào)整和優(yōu)化國家內(nèi)需戰(zhàn)略提供更有針對性的參考依據(jù)。